【摘要】在“双碳”目标下， 企业低碳环保信息逐渐受到利益相关者的广泛关注， 而客户和供应商是企业在供应链上的重要利益相关者， 探讨客户碳信息披露对供应商绿色创新的影响对建设美丽中国具有重要意义。本文基于2009 ～ 2022年我国Ａ股上市公司数据构建客户和供应商一一配对样本， 研究客户碳信息披露对供应商绿色创新的影响。研究发现， 客户碳信息披露对供应商绿色创新具有显著促进作用。机制检验表明， 客户碳信息披露可通过趋同效应（供应商碳信息披露）和资源效应（创新溢出）显著提升供应商绿色创新水平。异质性检验发现， 当客户或供应商企业为大规模企业、 相对议价能力较高及市场份额较大时， 客户碳信息披露对供应商绿色创新的影响更为明显。
【关键词】客户；供应商；供应链；碳信息披露；绿色创新
【中图分类号】 F272" " "【文献标识码】A" " " 【文章编号】1004-0994（2025）03-0033-7
一、 引言
随着全球气候变暖问题日益严重， 绿色低碳发展成为国际共识。为控制碳排放， 各国政府纷纷响应国际趋势， 积极采取行动， 如从1997年形成的《京都协议书》到2020年后的全球气候治理格局。中国作为碳排放大国， 同样积极参与全球气候治理。2020年习近平主席在第七十五届联合国大会上明确提出， 中国力争在2030年前实现碳达峰， 在2060年前实现碳中和。2021年我国生态环境部发布的《企业环境信息依法披露管理办法》明确指出， 符合条件的企业应对其碳排放量、 碳排放设施等碳排放信息进行披露。近年来， 我国日益重视企业的碳信息披露， 而企业提升其可持续发展能力、 实现节能减排的目标离不开绿色创新。
绿色创新有利于推动我国生态文明建设与经济高质量发展。为了更快更好地实现“双碳”目标， 推动绿色低碳发展， 需要充分发挥绿色科技创新的支撑引领作用， 开展绿色创新活动， 加快绿色低碳科技革命。党的二十大指出要健全科技创新体系， 加快碳减排等技术的研发与推广应用， 推动绿色发展。2022年印发的《关于进一步完善市场导向的绿色技术创新体系实施方案（2023—2025年）》提出， 到2025年进一步完善市场导向的绿色技术创新体系， 进一步强化绿色技术对绿色低碳发展的关键支撑作用。绿色发展成为必要， 创新成为发展的重要手段， 绿色创新有助于国家打赢污染防治攻坚战和实现“双碳”目标。
供应链视角下， 客户碳信息披露水平可能会影响供应商绿色创新， 因为相比于同行业、 同地区企业间合作， 基于纵向联结的供应链企业间存在直接紧密的业务合作关系， 能够通过有效的资源传递与信息沟通助推企业能力提升（王淑瑶等，2024）。2021年商务部等8单位联合发布《关于开展全国供应链创新与应用示范创建工作的通知》， 指出要推动企业公开环境和碳排放信息， 引导督促企业选择绿色供应商， 推行绿色采购， 打造重点行业的绿色供应链。众多企业正积极探索绿色低碳发展， 如中国移动、 徐工集团和隆基绿能等企业积极制定绿色节能低碳技术标准， 呼吁主动公开碳排放信息等， 推动了供应链绿色创新发展。那么在“双碳”目标下， 客户碳信息披露能否真正促进供应商绿色创新？若有影响， 其又会通过何种路径产生影响， 共同促进可持续发展的未来？
通过梳理已有文献， 发现目前关于碳信息披露对企业绿色创新的影响研究尚存在三方面的缺口： 第一， 已有关于碳信息披露的研究大多关注其经济后果， 大部分学者认为其能够提升企业长期价值（刘华和陈湘郴，2024）、 降低企业资本成本（李力等，2019）及提高企业绩效（许文静等，2022）等， 但少有文献关注其对企业绿色创新等非经济后果的影响。第二， 已有学者从不同类型环境规制（徐佳和崔静波，2020）、 利益相关者压力（Huang等，2016）、 上下游企业压力（侯艳辉等，2021）、 管理者驱动（席龙胜和赵辉，2022）、 公司治理水平（李青原和肖泽华，2020）等方面研究企业绿色创新的影响因素， 但少有涉及碳信息披露对企业绿色创新等非经济后果的影响。第三， 已有学者研究客户集中度等静态特征对供应商生产和经营决策（Dhaliwal等，2016）的影响， 也有学者探索客户数字化转型（张涛和李雷，2024； 肖红军等，2024）、 客户ESG表现（孙雅妮等，2024）对供应商绿色创新非经济后果的影响， 但对供应链上客户碳信息披露会如何影响供应商绿色创新的研究较为缺乏， 因此有必要进一步挖掘客户碳信息披露影响供应商绿色创新的作用机制。
基于此， 本文从供应链视角出发， 探究客户碳信息披露对供应商绿色创新的影响， 并深入挖掘可能的影响路径， 这有利于企业实现碳信息披露与绿色创新的协同发展。本文还考虑到在供应链关系中， 企业规模、 相对议价能力及市场份额不同对客户碳信息披露在供应链中的作用也有所不同， 进一步研究了以上因素在客户碳信息披露对供应商绿色创新影响中的差异性作用， 这有利于强化政府碳信息披露监管能力和提高企业绿色创新水平， 共同构建可持续发展的未来。
本文可能的研究贡献如下： 第一， 从供应链视角丰富了碳信息披露非经济后果影响的研究。本文以企业绿色创新为落脚点， 探讨客户碳信息披露对供应商绿色创新的影响， 拓展了碳信息披露的非经济后果研究， 并为供应链企业实现绿色低碳可持续发展提供经验证据。第二， 拓展了企业绿色创新影响因素的相关研究。本文从客户碳信息披露的角度出发， 在供应链层面研究客户碳信息披露对供应商绿色创新的影响， 并在此基础上进一步分析企业规模、 相对议价能力和市场份额的异质性作用， 深化了客户碳信息披露与供应商绿色创新关系的研究， 为企业提升其绿色竞争力提供了新思路。第三， 将碳信息披露对企业绿色创新的影响延伸至供应链层面。现有碳信息披露对企业绿色创新的影响研究主要从企业自身层面及行业层面出发（季良玉和钱鸿涵，2022）， 本文利用客户与供应商之间的关联关系， 以客户碳信息披露为切入点， 深入探究客户碳信息披露对供应商绿色创新的影响， 拓宽了碳信息披露与企业绿色创新的相关研究视角。
二、 理论分析与研究假设
（一） 客户碳信息披露对供应商绿色创新的影响逻辑
碳信息披露要求企业公开其碳排放数据， 从而提高企业的非财务信息透明度， 具有信息溢出的特性。第一， 基于信息不对称理论， 客户碳信息披露的有效溢出会大大降低客户和供应商之间的信息不对称程度， 其愿意为供应商提供相关资源支持， 以鼓励供应商推进可持续发展。供应商通过掌握客户更全面的环保信息， 重新评估企业当前面临的环保风险和投资价值， 从而更好地发挥绿色资源配置作用， 促进企业提升绿色创新水平。第二， 基于利益相关者理论， 如果客户的碳信息披露质量较高， 则其可获得供应商等利益相关者的青睐， 帮助利益相关者获取更多关于客户环境治理手段和未来环保目标实现途径等信息。对客户而言， 若上游供应商表现出较差的社会环境绩效， 则下游客户也会受其影响， 最终不利于客户自身提升碳信息披露质量（严若森和姜潇，2024）。而当客户碳信息披露质量较高且创新能力较强时， 会推出差异性的产品， 产品的可替代性较低， 更容易吸引住供应商且维系供应链关系的成本也相对较低（张冰晔等，2024）。供应商为了继续与客户合作， 也会提升其碳信息披露质量， 加大研发投入， 从而提升其绿色创新水平。第三， 客户与供应商之间可能存在非平等的资金与利益交换关系， 也可能有平等的协同合作关系（杨金玉等，2022）。非平等的交换关系说明彼此付出不对等或目的不一致， 供应商会从客户需求视角出发， 更多地去开展提升碳信息披露质量这类有利于展示企业环境绩效的活动。平等的合作关系说明双方会互利共赢， 注重持续改进， 供应商可以通过客户获取相关知识和创新资源， 提升供应链的效率和竞争力。当客户碳信息披露质量较高时， 供应商意识到进行碳信息披露的重要性和必要性， 也会争先学习和模仿， 促使自身提升绿色创新水平以达到供应链条中的绿色共治。因此， 本文认为客户碳信息披露可能会对供应链中的供应商绿色创新产生正向影响。基于上述分析， 本文提出如下假设：
H1： 客户碳信息披露对供应商绿色创新存在显著的正向影响。
（二） 客户碳信息披露对供应商绿色创新的作用机制
1. 趋同效应（供应商碳信息披露）。客户进行碳信息披露不仅会引得供应商模仿并逐渐趋同于客户低碳发展理念， 而且会倒逼供应商管理层做出相应的碳信息披露决策， 优化绿色创新流程和改善产品质量等， 提升企业绿色创新水平。一方面， 利益相关者越来越关注企业的碳信息披露， 因为碳信息披露可以更好地反映企业节能减排目标等信息， 满足环保要求， 有助于利益相关者评判企业低碳治理成效及制定合理投资策略（刘丽娜和赵迎新，2023）。碳信息披露表现越好的企业， 其在供应链中的话语权会越大， 对供应链、 供应商等的依赖程度越低， 可以有效刺激供应商提升碳信息披露水平从而促进绿色创新。当客户碳信息披露表现较好时， 为维持稳定的供应链关系， 供应商也会在无污染材料、 绿色制造技术等方面进行大量投入从而提升其绿色创新水平（孙雅妮等，2024）。另一方面， 供应链上下游业务联结关系并非一成不变， 而是在满足客户更高需求的过程中不断优化（杜勇和黄丹华，2023）。客户不再简单地接受供应商提供的商品和服务， 相反， 它们采取积极主动的方法来影响供应商的绿色创新活动。若供应链内客户的碳信息披露表现较好， 不仅会对供应商的产品质量和绿色属性提出更高要求， 还会要求供应商通过调整企业战略和加强管理层环保意识等方式来学习和模仿客户的绿色发展理念， 从而不断提升供应商碳信息披露质量， 吸引利益相关者加大对企业绿色创新活动的资金支持， 推动供应商的绿色创新发展。依据制度理论， 随着供应链协作程度的加深， 为获取或维持合法性， 供应链企业可能出现行为趋同现象， 被迫复制其他企业制定的战略决策（张涛和李雷，2024）。当碳信息披露质量越高的客户承受的消费者压力、 政府环境规制等利益相关者压力越大时， 会对绿色低碳生产产生强烈诉求， 并在供应链上形成巨大的压力效应， 要求供应商也要遵守环境规制， 提高碳信息披露质量。在利益相关者压力和环保压力的双重影响下， 供应商管理层的低碳环保和绿色发展意识会趋同于客户， 注重企业绿色创新水平。由此可见， 客户碳信息披露的趋同效应通过提高供应商碳信息披露质量促进供应商绿色创新。基于上述分析， 本文提出如下假设：
H2： 客户碳信息披露通过趋同效应（供应商碳信息披露）促进供应商绿色创新。
2. 资源效应（创新溢出）。碳信息披露促使客户与供应商之间建立更紧密的合作关系， 共同应对碳排放和环境保护的挑战。一方面， 资源依赖理论强调企业与外界的资源交互， 客户在提升碳信息披露质量的过程中会加大对环境管理和环保技术方面的要素投入， 更倾向于与合作伙伴共享知识和资源， 与供应商建立更紧密的合作关系， 通过创新溢出作用进一步刺激供应商进行绿色创新。供应商可以从客户处获取与绿色创新有关的外部知识和技术等资源以提升自身绿色创新水平。外部绿色知识不仅可帮助供应商重塑内部知识体系、 激发创新思维， 突破绿色创新的桎梏， 而且能降低供应商在绿色创新活动中的知识获取成本， 降低绿色创新的不确定性， 从而提升绿色创新水平（孙雅妮等，2024）。另一方面， 基于信号传递理论， 自愿披露制度条件下， 供应商不仅关切客户的财务信息， 对于客户非财务信息的关注度也在与日俱增（刘兴华等，2023）。企业碳信息披露水平越高， 说明环境表现越好， 会向外界传递积极信号， 更容易带来正向的声誉效应（刘华和陈湘郴，2024）。在供应链关系中， 客户碳信息披露可以有效提升供应链的绿色透明度， 推动上下游企业的环保信息即时共享与绿色转型， 有利于行业长期健康发展。客户碳信息披露传递出的积极信号也为供应商提供了创新模仿的机会， 有利于供应商得到社会资金支持及吸引优秀研发人员， 为绿色创新活动提供稳定的资金和技术来源， 在一定程度上缓解绿色创新成本较高问题， 从而提高供应商进行绿色创新的意愿、 能力及效率， 进而提升其绿色创新水平。由此可见， 客户碳信息披露的资源效应具有创新溢出效果， 能够促进供应商绿色创新。基于上述分析， 本文提出如下假设：
H3： 客户碳信息披露通过资源效应（创新溢出）促进供应商绿色创新。
三、 研究设计
（一） 样本选择与数据来源
中国证监会从2009年开始鼓励上市公司披露前五大客户和供应商的具体名称和销售额， 因此本文选择2009年作为研究起始点。同时， 考虑到企业创新具有一定的滞后性， 即客户碳信息披露质量会在下一年度才被公开进而影响供应商的创新决策， 因此本文选取2009 ～ 2021年为客户数据的样本期， 对应供应商数据的样本期为2010 ～ 2022年。
参考杨金玉等（2022）的研究， 本文先从国泰安数据库获取2009 ～ 2022年我国A股上市公司及其前五大客户和供应商的数据， 并进行如下处理： 剔除ST和∗ST上市公司样本； 剔除金融保险行业的样本； 删除数据缺失的样本。最后， 手工整理得到1709组客户与供应商均为上市公司的一对一匹配样本。本文对连续变量进行上下1%的缩尾处理， 以减少极端值对结果的影响。
本文参考李慧云等（2015）的做法搜集客户碳信息披露相关数据， 先获得上市公司年报、 社会责任报告及环境报告等， 再通过研发的碳信息披露智能评价软件提取客户碳信息披露相关数据并对其进行评分； 绿色创新数据来自中国研究数据服务平台； 其余数据来自国泰安数据库。数据处理及实证分析采用Stata17.0软件。
（二） 变量设定
1. 被解释变量： 供应商绿色创新（Sup_greenall）。借鉴徐佳和崔静波（2020）、 李青原和肖泽华（2020）的研究， 依据中国研究数据服务平台上披露的上市公司绿色创新数据， 供应商绿色创新程度采用供应商在t期的绿色专利申请总数加1取自然对数衡量， 该数值越大表明供应商绿色创新程度越高。
2. 解释变量： 客户碳信息披露（Cus_cdi）。借鉴李慧云等（2015）的研究， 根据5个一级指标和14个二级指标对企业年度报告等披露的碳信息进行评分， 采用客户在t-1期碳信息披露的得分衡量。碳信息披露得分范围为0 ～ 28分， 得分越大， 说明企业碳信息披露的水平越高， 碳信息披露项目也就越完善。
3. 控制变量。本文参考杨金玉等（2022）的研究来选取控制变量， 包括： 供应商企业年龄（Sup_age）、 供应商资产负债率（Sup_lev）、 供应商盈利能力（Sup_roa）、 供应商企业规模（Sup_size）、 供应商成长性（Sup_growth）、 供应商董事会规模（Sup_board）、 供应商第一大股东持股比例（Sup_top1）、 供应商两职合一（Sup_dual）、 供应商现金持有水平（Sup_cash）、 供应商企业性质（Sup_soe）、 客户企业年龄（Cus_age）和客户销售收入波动性（Cus_vol）。同时， 本文控制了年度和行业固定效应。主要变量定义见表1。
（三） 模型构建
借鉴杨金玉等（2022）的研究， 为验证前文提出的假设， 构建如下模型：
Sup_greenalli，t=α0+α1Cus_cdii，t-1+α2Controlsi，t+Year+Ind+εi，t （1）
其中： Sup_greenalli，t为供应商i在t年的绿色创新程度； Cus_cdii，t-1为客户i在t-1年的碳信息披露质量； Controlsi，t为供应商与客户双方的控制变量； Year和Ind分别为年份和行业固定效应； εi，t为残差。
四、 实证结果与分析
（一） 描述性统计
主要变量的描述性统计结果如表2所示。供应商绿色创新（Sup_greenall）的均值为1.759， 最小值为0， 最大值为6.604， 标准差为1.740， 说明供应商绿色创新程度在不同企业中呈现出一定的差异性。客户碳信息披露（Cus_cdi）的均值为14.303， 最小值为0， 最大值为25， 标准差为5.820， 表明在最高分为28分的情况下， 客户整体碳信息披露质量并不是很高， 还有一些公司并没有披露碳信息， 不同客户碳信息披露质量差异较明显。另外， 供应商企业年龄（Sup_age）等其他控制变量的描述性统计结果与已有文献基本一致。
（二） 基准回归结果
表3列示了客户碳信息披露与供应商绿色创新的回归结果。列（1）为客户碳信息披露对供应商绿色创新的单变量回归结果， 客户碳信息披露的系数为0.029， 且在1%的水平上显著； 列（2）控制了行业和年份固定效应； 列（3）进一步增加了供应商特征； 列（4）还控制了客户特征， 回归结果表明客户碳信息披露的系数为0.018， 且在1%的水平上显著， 拟合度也有所提升。以上结果均验证了H1， 即客户碳信息披露对供应商绿色创新有显著促进作用。
（三） 稳健性检验
1. 工具变量法。本文利用工具变量法来控制遗漏变量及反向因果关系带来的内生性问题。考虑到同行业其他企业碳减排等信息披露会对某一企业产生影响， 但同行业其他企业的信息披露却难以对本企业的创新行为产生直接影响； 同时， 客户碳信息披露对供应商绿色创新的影响具有滞后性， 前期客户碳信息披露质量的提升能为后期供应商绿色创新的发展奠定良好的基础。本文参考李慧云等（2020）和万良勇等（2020）工具变量的选取方式， 分别选择客户所在行业的其他上市公司碳信息披露得分的均值（IV1）和碳信息披露滞后两期值（IV2）作为工具变量。第一阶段结果显示F值远大于10， 说明不存在弱工具变量问题； 第二阶段结果表明在解决内生性问题后， 客户碳信息披露仍能促进供应商绿色创新， 研究结论具有稳健性。因篇幅所限， 稳健性检验结果均留存备索。
2. 倾向得分匹配（PSM）法。本文通过PSM法来减少样本选择性偏差带来的内生性问题。参考李云鹤等（2022）的做法， 首先将客户碳信息披露按照年度和行业中位数分为高低两组， 然后把基准回归的控制变量作为协变量， 根据1∶1可放回近邻卡尺匹配法（卡尺为0.01）进行匹配， 最后用匹配成功的925个样本重新对模型（1）进行回归。匹配后两组样本满足平衡性假设， 回归结果表明客户碳信息披露的系数在1%的水平上显著为正， 进一步验证了本文结论的稳健性。
3. 替换被解释变量。本文借鉴孟猛猛等（2023）的研究， 使用绿色专利获得总数加1取自然对数来度量供应商绿色创新， 再次进行回归。回归结果表明客户碳信息披露对供应商绿色创新仍具有显著促进作用， 再次证明了结论的稳健性。
五、 进一步分析
（一） 作用机制检验
根据前文的理论分析， 趋同效应和资源效应可能是客户碳信息披露对供应商绿色创新的影响机制。本文借鉴江艇（2022）的研究， 对上述渠道效应进行检验， 当中介变量和被解释变量的因果关系在理论上比较直接， 则只需要看解释变量对中介变量的影响， 即可验证中介变量发挥的机制作用。本文通过模型（2）验证客户碳信息披露的趋同效应（供应商碳信息披露）和资源效应（创新溢出）的机制作用。
Mediai，t=β0+β1Cus_cdii，t+β2Controlsi，t+Year+Ind+εi，t （2）
其中： Media为中介变量指标。
1. 趋同效应（供应商碳信息披露）。从趋同效应来看， 客户碳信息披露传递出的节能减排等信息可能会激励供应商对客户的创新需求做出积极响应， 从而促进供应商的绿色创新。同时， 为了更好地满足客户对碳信息披露的高效性及协同需求， 供应商也将跟随客户提高其碳信息披露质量， 进而推动供应商绿色创新水平提升。本文借鉴李慧云等（2015）的研究， 根据5个一级指标和14个二级指标对企业年报和社会责任报告中披露的碳信息内容进行评分， 得分范围为0 ～ 28分， 得分越大说明供应商碳信息披露的水平越高， 以此作为中介变量检验趋同效应的机制作用是否成立。回归结果如表4列（1）所示， 可见客户碳信息披露对供应商碳信息披露在1%的水平上有显著促进作用， 结合表3， 该结果验证了H2， 表明客户碳信息披露趋同效应的作用机制成立， 即客户碳信息披露的趋同效应通过提高供应商碳信息披露质量来促进供应商绿色创新。
2. 资源效应（创新溢出）。从资源效应来看， 供应商只需较低成本就能得到客户碳信息披露相关技术与知识， 从而取得创新资源， 促进其绿色创新。企业对其他企业专利的引用， 可被视为得到和吸收了其他企业的知识和信息资源， 所以通常用企业间的专利引用情况来表示对知识等资源的获得。鉴于此， 本文借鉴杨金玉等（2022）和孙雅妮等（2024）的研究， 采用供应商对客户绿色专利的引用数量来衡量客户对供应商的绿色资源溢出。回归结果如表4列（2）所示， 此时客户碳信息披露的系数为0.098， 且在1%的水平上显著， 结合表3， 该结果验证了H3， 表明客户碳信息披露资源效应的作用机制成立， 即客户碳信息披露的资源效应具有创新溢出效果从而促进供应商绿色创新。
（二） 异质性分析
1. 企业规模异质性。企业进行绿色创新是一项高风险及回报周期较长的活动， 而大企业比小企业能得到更多的资金支持， 能够更好地利用较高的碳信息披露质量所产生的资源， 从而促进企业绿色创新。因此， 本文认为与小规模企业相比， 在大规模企业中客户碳信息披露对供应商绿色创新的影响更明显。本文分别将客户和供应商企业的规模按照均值划分为大规模企业和小规模企业。回归结果如表5所示： 列（1）和列（3）表明， 当客户或供应商企业为大规模企业时， 客户碳信息披露对供应商绿色创新有显著影响； 列（2）和列（4）表明， 当客户或供应商企业为小规模企业时， 客户碳信息披露对供应商绿色创新没有显著影响。进一步通过费舍尔检验， 发现两组样本间的系数有显著差异， 这说明企业规模越大， 越能促进客户碳信息披露对供应商绿色创新的影响。
主要原因可能是当企业为大规模企业时， 其获取资源相对容易， 有雄厚的研发资金和众多技术人员， 同时客户碳信息披露具有较强的溢出效应， 供应商就更容易观测到客户碳信息披露带来的竞争优势， 进而会产生强烈的学习和模仿心理并与客户的环保意识趋同， 从而促使供应商开展绿色创新活动。而小规模企业在面临较大的资源约束问题时， 往往会把有限的资源用来解决生存发展等关键问题， 从而会阻碍企业绿色创新活动的开展。
2. 企业相对议价能力异质性。客户与供应商之间相对议价能力较高的一方在贸易往来中更具有主导地位， 更容易对相对议价能力较低的一方造成压力， 促使其迎合自身发展理念。因此， 本文认为客户或供应商相对议价能力越高越能促进客户碳信息披露对供应商绿色创新的影响。借鉴唐跃军（2009）的研究， 客户（供应商）集中度分别通过企业在前五大客户（供应商）处销售（采购）份额占销售（采购）总份额的比例的平方项来计算， 集中度越高表明议价能力越强， 按照客户和供应商集中度均值对相对议价能力进行高低分组检验。回归结果如表6所示： 列（1）和列（3）表明， 当客户或供应商相对议价能力较高时， 客户碳信息披露对供应商绿色创新在5%的水平上有显著影响； 列（2）和列（4）表明， 当客户或供应商相对议价能力较低时， 客户碳信息披露对供应商绿色创新没有显著影响。且两组样本之间系数具有显著差异， 表明客户或供应商相对议价能力越高， 越能促进客户碳信息披露对供应商绿色创新的影响。
主要原因可能是当客户或供应商相对议价能力较高时， 考虑到企业利益趋同， 其有能力迫使另一方提高产品质量和监督其进行绿色创新， 以市场需求为导向开展绿色创新活动， 最终提升企业绿色创新水平。如果客户或供应商相对议价能力较低， 那么其在供应链关系中为处于不利的一方， 对合作伙伴有较强的依赖性， 面临的市场竞争也更为激烈（底璐璐等，2020）， 不利于企业开展绿色创新活动。
3. 企业市场份额异质性。当客户占有较大市场份额时， 其在提升价格等方面更具有话语权， 也不容易受到供应商的威胁， 进而促使供应商积极提升自身可持续发展水平。当供应商占有较大市场份额时， 其为了防止客户以较低成本就能够与其他企业进行交易， 会注重提高自身的绿色发展能力。因此， 本文认为客户或供应商的市场份额越大， 越能促进客户碳信息披露对供应商绿色创新的影响。本文采用客户主营业务收入在行业总收入中所占的比重衡量客户市场份额， 采用供应商主营业务收入在行业总收入中所占的比重衡量供应商市场份额， 并按样本均值划分为市场份额较大组和市场份额较小组。回归结果如表7所示： 列（1）和列（2）表明， 在客户市场份额较大组， 客户碳信息披露在1%的水平上对供应商绿色创新产生正向影响； 列（3）和列（4）表明， 客户碳信息披露对供应商绿色创新均有显著影响， 但在供应商市场份额较大组中影响更显著。且两组样本之间系数具有显著差异， 说明客户或供应商市场份额越大， 客户碳信息披露越能促进供应商绿色创新。
出现上述结果的原因可能是当客户市场份额较高时， 其更具有话语权， 无需担心供应商的流失， 而供应商在观测到客户通过碳信息披露带来的竞争优势和价值以及受到客户环保压力的影响后， 会趋同于客户的环保意识， 从而促进客户碳信息披露对供应商绿色创新的影响。当供应商拥有较大市场份额时， 为防止客户以较低成本就与其他企业进行交易， 会注重其自身的绿色发展水平， 努力提升碳信息披露质量， 进而促进企业绿色创新。
六、 结论与启示
（一） 结论
本文基于2009 ～ 2022年我国Ａ股上市公司构建的客户与供应商均为上市公司的一对一匹配样本， 探讨客户碳信息披露对供应商绿色创新的影响。研究发现， 客户碳信息披露对供应商绿色创新具有显著的促进作用。对影响机理进行检验后发现， 客户碳信息披露可通过趋同效应（供应商碳信息披露）和资源效应（创新溢出）促使供应商积极进行绿色创新， 并显著提升其绿色创新水平。进一步探究企业规模、 相对议价能力及市场份额对客户碳信息披露与供应商绿色创新之间关系的异质性影响后发现， 当客户或供应商企业为大规模企业、 相对议价能力较高和市场份额较大时， 客户碳信息披露对供应商绿色创新的影响更为明显。
（二） 启示
根据上述结论， 本文具有如下启示：
第一， 对客户而言， 要积极发挥核心企业的能动作用。首先， 客户需提升对碳信息披露质量的重视程度， 及时准确地披露更多有利于利益相关者决策的碳信息， 并充分发挥碳信息披露提升绿色创新水平的作用， 确保企业绿色创新成果的高效产出。其次， 客户要发挥好资源效应， 密切关注国家提出的“双碳”目标等绿色战略， 积极开展绿色工艺创新活动， 带动供应商提升碳信息披露质量和绿色创新水平， 实现企业低碳可持续发展。
第二， 对供应商而言， 应注意利用客户带来的优势。首先， 供应商要建立与客户间的有效沟通渠道， 把握好与客户进行业务合作和交流的契机， 建立与维护好合作关系， 积极向客户学习碳信息披露相关经验， 借鉴其环境管理经验和环保技术来完善和驱动企业绿色创新发展， 趋同于客户低碳发展水平。其次， 供应商自身要提升管理层绿色环保意识， 重视碳信息披露质量， 充分发挥客户碳信息披露对供应商绿色创新的促进作用， 推动绿色创新绩效整体水平提升。
第三， 政府相关部门可对碳信息披露框架进行统一， 加快构建和完善符合我国实际的碳信息披露制度， 引导企业按照环境规制进行碳信息披露， 推动企业以较低成本来提升碳信息披露水平。同时， 政府需引导更多资金流向节能降碳项目， 为企业提升碳信息披露质量注入强大动力， 加强碳市场管理， 推动企业开展绿色创新活动， 加大对绿色技术的研发投入， 从而提升企业绿色创新水平， 构建可持续发展的未来。另外， 还应加快推进供应链核心企业构建绿色供应链网络， 可通过税收优惠等措施激励企业开展绿色创新活动， 稳定企业绿色协同创新的外部环境， 保障企业间绿色技术创新知识共享， 充分发挥供应链关系网络对企业绿色创新活动的促进作用。
【 主 要 参 考 文 献 】
季良玉，钱鸿涵．碳信息披露质量对企业绿色技术创新的影响：路径与效果［ J］．财会月刊，2022（23）：78 ～ 87．
江艇．因果推断经验研究中的中介效应与调节效应［ J］．中国工业经济，2022（5）：100 ～ 120．
李力，刘全齐，唐登莉．碳绩效、碳信息披露质量与股权融资成本［ J］．管理评论，2019（1）：221 ～ 235．
李青原，肖泽华．异质性环境规制工具与企业绿色创新激励——来自上市企业绿色专利的证据［ J］．经济研究，2020（9）：192 ～ 208．
李云鹤，蓝齐芳，吴文锋．客户公司数字化转型的供应链扩散机制研究［ J］．中国工业经济，2022（12）：146 ～ 165．
刘华，陈湘郴．碳信息披露、融资约束与企业价值——基于文本分析的经验证据［ J］．研究与发展管理，2024（1）：66 ～ 79．
孙雅妮，吴锡皓，卜美文．客户ESG表现对供应商绿色创新溢出效应分析［ J］．大连理工大学学报（社会科学版），2024（3）：49 ～ 60．
万良勇，查媛媛，饶静．实体企业金融化与企业创新产出——有调节的中介效应［ J］．会计研究，2020（11）：98 ～ 111．
王淑瑶，汤吉军，刘达．供应链网络中客户企业数字化转型的扩散效应及其作用机制［ J］．中国流通经济，2024（8）：87 ～ 99．
席龙胜，赵辉．高管双元环保认知、绿色创新与企业可持续发展绩效［ J］．经济管理，2022（3）：139 ～ 158．
肖红军，沈洪涛，周艳坤．客户企业数字化、供应商企业ESG表现与供应链可持续发展［ J］．经济研究，2024（3）：54 ～ 73．
徐佳，崔静波．低碳城市和企业绿色技术创新［ J］．中国工业经济，2020（12）：178 ～ 196．
许文静，成雯昱，杜牧丛．碳信息披露、融资成本与企业财务绩效关系研究［ J］．价格理论与实践，2022（6）：156 ～ 160．
杨金玉，彭秋萍，葛震霆．数字化转型的客户传染效应——供应商创新视角［ J］．中国工业经济，2022（8）：156 ～ 174．
Dhaliwal D.，Judd J. S.，Serfling M.，et al..Customer concentration risk and the cost of equity capital［ J］． Journal of Accounting and Economics，2016（1）：23 ～ 48．
（责任编辑·校对： 刘钰莹" 许春玲）
【基金项目】国家社会科学基金青年项目（项目编号：21CTJ020）
